孫姝怡，孫國珍，高敏，于甜棲，劉沈馨雨，湯志杰 ，盧靜

（1.南京醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，江蘇 南京 211166；2.南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院 心血管內(nèi)科，江蘇 南京 210029）

根據(jù)2019 年中國心力衰竭流行病學(xué)全國調(diào)查結(jié)果，我國35 歲以上居民心力衰竭患病率為1.3%，估計(jì)現(xiàn)患病人數(shù)約890 萬[1]，患者常受活動(dòng)耐力下降、氣喘等癥狀困擾，且普遍存在憂慮、哀傷等負(fù)面情緒[2]。 運(yùn)動(dòng)康復(fù)對(duì)改善慢性心力衰竭患者心功能、促進(jìn)心理健康以及降低住院率、 病死率等具有重要作用[3]，已被國內(nèi)外指南列為I 級(jí)推薦[4-5]。 然而，目前慢性心力衰竭患者的運(yùn)動(dòng)依從性較差， 運(yùn)動(dòng)康復(fù)現(xiàn)狀不容樂觀[6]。 由于慢性病患者長期面臨諸多生理、心理挑戰(zhàn)，心理資源持續(xù)消耗，可出現(xiàn)慢性自我損耗，即自我調(diào)節(jié)疲勞[7]，造成患者自我管理、健康促進(jìn)行為水平下降[8]。 現(xiàn)有研究顯示，自我調(diào)節(jié)疲勞可負(fù)向影響患者身體活動(dòng)參與度[9]、飲食依從水平[10]，自我效能可正向影響患者運(yùn)動(dòng)依從水平[11]。 兩者均可預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)行為且并非獨(dú)立存在， 自我調(diào)節(jié)疲勞對(duì)自我效能存在負(fù)向作用[12]。 據(jù)此，本研究推測(cè)慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞可直接或者通過自我效能間接影響運(yùn)動(dòng)依從性。目前，慢性心力衰竭患者運(yùn)動(dòng)依從性研究主要為質(zhì)性或量性影響因素分析[13-14]，尚無研究探索自我調(diào)節(jié)疲勞、 自我效能與運(yùn)動(dòng)依從性之間的關(guān)系。 本研究旨在探討慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞和自我效能對(duì)運(yùn)動(dòng)依從性的影響， 以及自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性之間的中介效應(yīng)， 為慢性心力衰竭患者運(yùn)動(dòng)依從性的干預(yù)提供一定的指導(dǎo)。

1 對(duì)象和方法

1.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣法，選取2022 年7—11 月在南京市某三級(jí)甲等醫(yī)院心血管內(nèi)科住院的慢性心力衰竭患者作為研究對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）根據(jù)《中國心力衰竭診斷和治療指南2018》[4]診斷為慢性心力衰竭；（2）紐約心臟病協(xié)會(huì)（New York Heart Association, NYHA）心功能I～I(xiàn)II 級(jí)；（3）年齡≥18 周歲；（4）意識(shí)清楚，語言表達(dá)能力正常。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）認(rèn)知功能障礙或患有精神疾病；（2）合并其他嚴(yán)重軀體疾病如惡性腫瘤、嚴(yán)重感染、肝腎衰竭的終末期患者；（3）有運(yùn)動(dòng)康復(fù)禁忌證者。

本研究通過便利抽樣法抽取50 例CHF 患者進(jìn)行預(yù)調(diào)查，自我調(diào)節(jié)疲勞與自我效能、運(yùn)動(dòng)依從性之間的相關(guān)系數(shù)分別為-0.379 和-0.249， 自我效能與運(yùn)動(dòng)依從性之間的相關(guān)系數(shù)為0.350。 采用Kenny[15]編制的MedPower 應(yīng)用程序估算樣本量， 統(tǒng)計(jì)功效取0.8，計(jì)算得樣本量至少需要116 例，考慮20%的失訪率，估算需要樣本140 例，實(shí)際納入267 例。 本研究已通過南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院倫理委員會(huì)審查（2022-SRFA-353）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制， 包括性別、年齡、婚姻狀態(tài)、文化程度、家庭平均月收入、運(yùn)動(dòng)習(xí)慣（0 次/周、＜3 次/周和≥3 次/周）、睡眠情況（正常、失眠、嗜睡和其他）及NYHA 心功能分級(jí)。

1.2.2 自我調(diào)節(jié)疲勞量表 （Self-Regulatory Fatigue Scale，SRF-S） 由Nes 等[16]于2013 年編制，王利剛等[17]于2015 年漢化，用于評(píng)估慢病人群，Cronbach α系數(shù)為0.84。 該量表包括認(rèn)知、情緒和行為3 個(gè)維度，各維度分別有6 個(gè)、5 個(gè)、5 個(gè)條目。采用Likert 5級(jí)評(píng)分法（1 分=非常不同意，5 分=非常同意），總分越高，表明受試者的自我調(diào)節(jié)疲勞程度越高。本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.786。

1.2.3 自我效能量表 （General Self-Efficacy Scale，GSES） 由Schwarzer 等[18]于1997 年編制，王才康等[19]于2001 年漢化修訂，在大學(xué)生中檢驗(yàn)，Cronbach α系數(shù)為0.87。 該量表為單維度10 個(gè)條目， 采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法 （1 分=完全不正確，4 分=完全正確），總分越高，受試者的自我效能水平越高。本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.925。

1.2.4 慢性心力衰竭患者運(yùn)動(dòng)依從性量表 由高敏等[20]于2023 年編制，Cronbach α 系數(shù)為0.905，內(nèi)容效度為0.93。 量表包括2 個(gè)維度，處方依從（5 個(gè)條目） 和監(jiān)測(cè)依從 （6 個(gè)條目）， 共11 個(gè)條目。 采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法（1 分=從不，5 分=總是），總分11～55 分，得分越高，表示慢性心力衰竭患者的運(yùn)動(dòng)依從性越高。

1.3 資料收集方法 由經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的2 名研究者發(fā)放問卷。 調(diào)查前，向受試者解釋本研究的目的，獲得其知情同意后，發(fā)放問卷由其自行填寫。對(duì)于年齡較大、文化程度較低等自行填寫困難者，研究者逐條詢問并根據(jù)患者口述答案如實(shí)代填。完成后，當(dāng)場(chǎng)回收問卷并檢查有無缺項(xiàng)、 漏項(xiàng)。 共發(fā)放問卷273份，剔除有明顯規(guī)律、相似條目回答不一致的問卷，回收有效問卷267 份，有效回收率為97.8%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 服從正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述，計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)與構(gòu)成比描述。 采用Pearson 相關(guān)性分析檢驗(yàn)慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能、運(yùn)動(dòng)依從性的相關(guān)性。 采用Harman 單因素檢驗(yàn)中的探索性因素分析方法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。 采用SPSS PROCESS 組件中的模型4 構(gòu)建自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性之間的中介效應(yīng)模型， 運(yùn)用Bootstrap 方法， 重復(fù)取樣5 000 次， 設(shè)置95%置信區(qū)間。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 267 例慢性心力衰竭患者， 年齡為19～79（60.16±13.24）歲；多為男性，176 例（65.9%）；已婚居多，241 例（90.3%）；文化程度：小學(xué)及以下95例（35.6%）， 初中73 例（27.3%），中專或高中62 例（23.2%），大專及以上37 例（13.9%）；家庭人均月收入：＜2 000 元100 例（37.4%），2 000～4 000 元87 例（32.6%），＞4 000 元80 例（30.0%）；運(yùn)動(dòng)習(xí)慣：0 次/周96 例（36.0%），＜3 次/周86 例（32.2%），≥3 次/周85 例（31.8%）；睡眠情況：正常146 例（54.7%），失眠108 例（40.5%），嗜睡13 例（4.9%）；心功能分級(jí)：I 級(jí)3 例 （1.1%），II 級(jí)114 例 （42.7%），III 級(jí)150 例（56.2%）。

2.2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動(dòng)依從性得分情況 本研究慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分為（44.31±8.23）分，自我效能總分為（23.90±6.66）分，運(yùn)動(dòng)依從性總分為（29.44±11.59）分；各維度得分及條目均分見表1。

表1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動(dòng)依從性得分情況（n=267，±S，分）

表1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動(dòng)依從性得分情況（n=267，±S，分）

項(xiàng)目自我調(diào)節(jié)疲勞總分認(rèn)知情緒行為自我效能運(yùn)動(dòng)依從總分處方依從監(jiān)測(cè)依從條目數(shù)16 6 5 5 1 0 11 5 6理論得分范圍16～80 6～30 5～25 5～25 10～40 11～55 5～25 6～30得分44.31±8.23 18.81±3.07 13.27±3.83 12.22±3.31 23.90±6.66 29.44±11.59 14.46±5.50 14.97±6.52條目均分2.77±1.20 3.13±1.07 2.65±1.11 2.04±1.30 2.77±1.20 2.68±1.22 2.89±1.18 2.50±1.22

2.3 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動(dòng)依從性的相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果顯示，本研究慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分與自我效能總分呈負(fù)相關(guān) （r=-0.533，P＜0.001），與運(yùn)動(dòng)依從性總分呈負(fù)相關(guān) （r=-0.405，P＜0.001），自我效能總分與運(yùn)動(dòng)依從性總分呈正相關(guān)（r=0.455，P＜0.001），見表2。

表2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動(dòng)依從性的相關(guān)性分析（n=267）

2.4 自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性的中介效應(yīng)

2.4.1 共同方法偏差檢驗(yàn) 采取Harman 單因素檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。 結(jié)果顯示，特征根＞1 的因素共6 個(gè)， 其中第1 個(gè)因素解釋的累積變量為35.54%，＜40%的臨界值[21]，說明本研究不存在嚴(yán)重共同方法偏差問題。

2.4.2 自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性的中介效應(yīng) 運(yùn)用SPSS PROCESS 組件中的模型4，采用Bootstrap 法重復(fù)抽取5 000 次。 結(jié)果顯示：慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞對(duì)運(yùn)動(dòng)依從性的直接效應(yīng)為-0.319，占總效應(yīng)的56.0%，自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞和運(yùn)動(dòng)依從性間的間接效應(yīng)值為-0.431×0.583=-0.251，占總效應(yīng)的44.0%，95%CI（-0.393～-0.127），不包含0， 說明在自我效能在慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性間的中介效應(yīng)顯著。 見圖1、表3。

圖1 慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞和運(yùn)動(dòng)依從性之間的中介作用路徑

表3 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運(yùn)動(dòng)依從性的中介效應(yīng)表（n=267）

3 討論

3.1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞處于較高水平，自我效能處于中等偏低水平，運(yùn)動(dòng)依從性處于較低水平 本研究結(jié)果顯示， 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分為（44.31±8.23）分，遠(yuǎn)高于在一般健康人群中測(cè)量結(jié)果（36.5±8.9）分[17]。 究其原因，慢性心力衰竭患者在忍受生理痛苦折磨的同時(shí)， 還需要消耗心理資源改變飲食習(xí)慣、 堅(jiān)持體育鍛煉、 戒煙戒酒，并在疾病反復(fù)發(fā)作時(shí)調(diào)節(jié)不良情緒。這些疾病帶來的負(fù)擔(dān)與挑戰(zhàn)均為心理損耗源， 是預(yù)測(cè)自我調(diào)節(jié)疲勞發(fā)生的重要因素[22]。 此外，本組慢性心力衰竭患者有三分之一以上存在失眠問題。睡眠是預(yù)防、緩解自我調(diào)節(jié)疲勞的有效手段[23]。 患者由于夜間陣發(fā)性呼吸困難等癥狀入睡困難，加之心理因素影響，睡眠質(zhì)量不佳，心理資源無法及時(shí)恢復(fù)，自我調(diào)節(jié)疲勞程度進(jìn)一步加劇。

本研究結(jié)果顯示， 慢性心力衰竭患者自我效能總分為（23.90±6.66）分，與量表?xiàng)l目賦值中間值3 分相比，處于中等偏低水平，略低于杜培娟等[24]研究結(jié)果。 自我效能受家庭收入、文化程度、負(fù)性情緒等多種因素影響。本研究納入患者以小學(xué)及以下為主，文化程度較低。患者對(duì)疾病及相關(guān)知識(shí)認(rèn)知不足，缺乏控制或緩解疾病癥狀的信心。 慢性心力衰竭患者需終生服藥并定期復(fù)查，承受著長期的醫(yī)藥費(fèi)用負(fù)擔(dān)。本研究納入患者人均月收入以＜2 000 元為主，此類患者受經(jīng)濟(jì)限制， 只能被迫選擇費(fèi)用較低的藥物或進(jìn)行保守治療，喪失疾病掌控感。經(jīng)濟(jì)壓力還可引發(fā)抑郁、焦慮等負(fù)面情緒。 隨著疾病進(jìn)展，患者愈發(fā)感到無力，對(duì)自身能力產(chǎn)生懷疑，應(yīng)對(duì)疾病的信心受到打擊，自我效能感下降。

本研究結(jié)果顯示， 慢性心力衰竭患者運(yùn)動(dòng)依從性總分為（29.44±11.59）分，與量表?xiàng)l目賦值中間值3 分相比，處于較低水平；略低于于甜棲等[25]研究結(jié)果，可能與研究人群差異有關(guān)。 有研究表明，制定精準(zhǔn)性、個(gè)體化的運(yùn)動(dòng)處方，并重視患者運(yùn)動(dòng)結(jié)果反饋是促進(jìn)患者的運(yùn)動(dòng)康復(fù)的關(guān)鍵措施[14]。 本研究僅給予慢性心力衰竭患者運(yùn)動(dòng)處方， 并未進(jìn)行個(gè)性化設(shè)計(jì)，可能存在運(yùn)動(dòng)處方指導(dǎo)不充分、太抽象的問題?；颊邎?zhí)行困難，處方依從維度得分也更低。 其次，本研究患者未進(jìn)行居家隨訪管理， 缺乏醫(yī)護(hù)人員的鼓勵(lì)、提醒，獲取、感知的正向反饋不足，難以堅(jiān)持運(yùn)動(dòng)。 此外，本研究納入患者運(yùn)動(dòng)習(xí)慣多為0 次每周，患者既往運(yùn)動(dòng)習(xí)慣少，對(duì)運(yùn)動(dòng)缺乏興趣。若沒有來自醫(yī)護(hù)人員的要求、監(jiān)督，不會(huì)主動(dòng)參與運(yùn)動(dòng)，運(yùn)動(dòng)的維持也更為困難。

3.2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞對(duì)運(yùn)動(dòng)依從性有直接預(yù)測(cè)作用 本研究結(jié)果顯示， 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性之間存在直接效應(yīng)（β=-0.319，P＜0.001），即慢性心力衰竭患者的自我調(diào)節(jié)疲勞程度越高，運(yùn)動(dòng)依從性水平越低，首次發(fā)現(xiàn)慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞可預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)依從水平。 慢性心力衰竭患者運(yùn)動(dòng)依從性由行為啟動(dòng)和行為維持兩部分構(gòu)成[26]，均需要心理資源支撐。 當(dāng)處于自我調(diào)節(jié)疲勞狀態(tài)時(shí)，有限的心理資源匱乏，個(gè)體無法調(diào)動(dòng)足夠的心理資源來執(zhí)行自我控制行為，啟動(dòng)運(yùn)動(dòng)行為的驅(qū)動(dòng)力不足， 維持運(yùn)動(dòng)行為的意志力也削弱，運(yùn)動(dòng)依從性隨之下降。 此外，目前慢性心力衰竭患者對(duì)運(yùn)動(dòng)康復(fù)的科學(xué)性和重要性仍缺乏全面的認(rèn)識(shí)。自我調(diào)節(jié)疲勞的個(gè)體傾向于風(fēng)險(xiǎn)回避，不愿嘗試不確定或預(yù)期收益不顯著的活動(dòng)[27]，進(jìn)一步抑制了患者運(yùn)動(dòng)行為的產(chǎn)生。 護(hù)理人員可嘗試使用自我控制訓(xùn)練、行為訓(xùn)練等方法提升患者心理資源儲(chǔ)量，或通過賦權(quán)、開展正念冥想等心理干預(yù)[28]，減緩患者自我調(diào)節(jié)疲勞程度，從而提升運(yùn)動(dòng)依從性。

3.3 慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性之間存在部分中介作用 本研究結(jié)果顯示，慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運(yùn)動(dòng)依從性起部分中介作用， 中介效應(yīng)值為-0.251，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的44.0%， 表明自我調(diào)節(jié)疲勞不僅能直接影響患者運(yùn)動(dòng)依從性， 還可通過自我效能間接影響患者運(yùn)動(dòng)依從性?；疾『螅瑐€(gè)體經(jīng)歷社會(huì)角色轉(zhuǎn)變，自我概念發(fā)生改變，需要重新認(rèn)識(shí)、評(píng)價(jià)自己。此過程容易出現(xiàn)自我能力認(rèn)知偏差，導(dǎo)致自我概念紊亂[29]。 研究顯示，處于自我調(diào)節(jié)疲勞的個(gè)體趨于對(duì)未來做出消極評(píng)價(jià)[30]，患者對(duì)疾病預(yù)后更為悲觀，認(rèn)為自己無力改變現(xiàn)狀， 對(duì)自己控制生命的能力缺乏信心。此外，自身成功經(jīng)驗(yàn)是提高自我效能感的有效手段[31]。 自我調(diào)節(jié)疲勞的患者沒有精力也不愿進(jìn)行新的嘗試，無法獲取成功經(jīng)驗(yàn)和積極體驗(yàn)。另有研究指出，自我調(diào)節(jié)疲勞可導(dǎo)致自我價(jià)值觀下降，患者逃避困難，待在舒適區(qū)中不愿改變，在長期與疾病抗?fàn)幍倪^程中逐漸喪失應(yīng)對(duì)疾病的信心， 進(jìn)而致使運(yùn)動(dòng)康復(fù)的意愿和行為下降[32]。

提示護(hù)理人員除了緩解慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞外， 還可以自我效能為切入點(diǎn)提升患者運(yùn)動(dòng)康復(fù)的積極性和持續(xù)性。 從自我效能理論框架中提高自我效能的4 個(gè)主要因素（直接經(jīng)驗(yàn)、 間接經(jīng)驗(yàn)、言語勸說、情緒喚醒）入手[30]。 一方面，充分發(fā)揮護(hù)理人員健康宣教的職能， 強(qiáng)調(diào)運(yùn)動(dòng)康復(fù)對(duì)于慢性心力衰竭患者的益處，促進(jìn)患者參與運(yùn)動(dòng)康復(fù)，以積累成功的經(jīng)驗(yàn)與信心； 另一方面， 在運(yùn)動(dòng)康復(fù)過程中，加強(qiáng)隨訪監(jiān)督，重視患者情緒喚醒水平，及時(shí)給予心理疏導(dǎo)和安慰。通過團(tuán)體交流、微信群分享等方式促進(jìn)同伴、榜樣啟動(dòng)的作用[27]，在緩解自我調(diào)節(jié)疲勞的同時(shí)，也利于患者吸取替代性經(jīng)驗(yàn)，增強(qiáng)自我效能感，提升患者運(yùn)動(dòng)依從性。

4 本研究的局限性

本研究僅在南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院展開調(diào)查， 樣本代表性有待提高。 本研究設(shè)計(jì)為橫斷面研究，變量間的因果關(guān)系尚不明晰，且僅探討了自我效能這一中介變量。未來可開展多中心研究，采用縱向研究設(shè)計(jì)，挖掘其他中介變量，進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量驗(yàn)證結(jié)果，提高研究結(jié)果可推廣性。